PSICOLOGIA: Investigación y Estadística II

Profesor: Dr. José Manuel Magallanes, Ph.D.
- Profesor del Departamento de Ciencias Sociales, Sección de Ciencia Política y Gobierno. Profesor Afiliado del Departamento de Psicología.
- Oficina 105 - Edificio CISEPA / ECONOMIA / CCSS
- Telefono: (51) 1 - 6262000 anexo 4302
- Correo Electrónico: jmagallanes@pucp.edu.pe

Trabajando con Variables Latentes

Esta data representa el interés en diferentes tipos gustos sobre películas:

La data disponible tiene tiene estas características:

	vars	n	mean	sd	median	trimmed	mad	min	max	range	skew	kurtosis	se
Horror	1	958	2.764092	1.4070597	3	2.705729	1.4826	1	5	4	0.1954091	-1.2507644	0.0454600
Thriller	2	958	3.365344	1.2008920	4	3.430990	1.4826	1	5	4	-0.3419797	-0.8303760	0.0387991
Comedy	3	958	4.500000	0.7808443	5	4.662760	0.0000	1	5	4	-1.6312257	2.4132180	0.0252279
Romantic	4	958	3.484342	1.2117783	4	3.559896	1.4826	1	5	4	-0.3312922	-0.8692307	0.0391508
SciFi	5	958	3.094990	1.3132060	3	3.118490	1.4826	1	5	4	-0.0424614	-1.1142428	0.0424278
War	6	958	3.132568	1.3453600	3	3.165365	1.4826	1	5	4	-0.0566352	-1.1557596	0.0434666
Fantasy	7	958	3.744259	1.1861018	4	3.858073	1.4826	1	5	4	-0.5480089	-0.7192661	0.0383212
Animated	8	958	3.771399	1.2321606	4	3.906250	1.4826	1	5	4	-0.6579499	-0.6674859	0.0398093
Documentary	9	958	3.633612	1.1348004	4	3.721354	1.4826	1	5	4	-0.4794855	-0.5959519	0.0366637
Action	10	958	3.514614	1.2340076	4	3.602865	1.4826	1	5	4	-0.4085078	-0.8815674	0.0398690

I. Etapa Exploratoria: ¿Habrá alguna manera de organizar a las mediciones disponibles?

Para lograr saber si hay alguna manera aceptable de reducir la dimensionalidad de los datos, demos verificar ciertos comportamientos:

Matriz de correlación:

La matriz de correlación es la base de esta etapa. Observemosla:

Si hay correlaciones entre ciertas variables, hay esperanzas de una buena reducción de dimensiones.

Verificar si datos permiten factorizar:

Para ello debemos calcular en indice de Kaiser-Meyer-Olkin:

	MSA
Horror	0.5450566
Thriller	0.6310535
Comedy	0.5780425
Romantic	0.7132902
SciFi	0.7393117
War	0.7501253
Fantasy	0.5786192
Animated	0.5661427
Documentary	0.6126153
Action	0.6593483
Global MSA	0.6238825

Verificar si la matriz de correlaciones es adecuada

Aqui hay dos pruebas:

Prueba de Bartlett, para descartar que la matriz de correlacion sea una matriz identidad. La H0 propone que la matriz es una matriz de identidad:

## [1] FALSE

Prueba de No-Singularidad, para descartar que la matriz de correlacion sea una matriz singular. La H0 propone que la matriz es una matriz singular:

## [1] FALSE

Determinar en cuantos factores o variables latentes podríamos redimensionar la data:

## Parallel analysis suggests that the number of factors =  4  and the number of components =  NA

Como se sugieren 4, veamos:

Redimensionar a numero menor de factores

Resultado inicial:

## 
## mixed.cor is deprecated, please use mixedCor.

## 
## Loadings:
##             ML2    ML1    ML3    ML4   
## Horror              0.994              
## Thriller            0.548  0.324       
## Comedy       0.162                0.778
## Romantic     0.310 -0.176 -0.314  0.450
## SciFi               0.152  0.523       
## War                 0.140  0.488 -0.174
## Fantasy      0.941                0.168
## Animated     0.777                0.149
## Documentary  0.182         0.315 -0.110
## Action              0.104  0.709  0.150
## 
##                  ML2   ML1   ML3   ML4
## SS loadings    1.656 1.399 1.328 0.931
## Proportion Var 0.166 0.140 0.133 0.093
## Cumulative Var 0.166 0.305 0.438 0.531

Resultado mejorado:

## 
## Loadings:
##             ML2    ML1    ML3    ML4   
## Horror              0.994              
## Thriller            0.548              
## Comedy                            0.778
## Romantic                          0.450
## SciFi                      0.523       
## War                        0.488       
## Fantasy      0.941                     
## Animated     0.777                     
## Documentary                            
## Action                     0.709       
## 
##                  ML2   ML1   ML3   ML4
## SS loadings    1.656 1.399 1.328 0.931
## Proportion Var 0.166 0.140 0.133 0.093
## Cumulative Var 0.166 0.305 0.438 0.531

Cuando logramos que cada variable se vaya a un factor, tenemos una estructura simple.

Resultado visual:

Analizando Resultado

Revisamos las comunalidades para ver cuanto han contribuido las variables al proceso en total:

## Documentary         War       SciFi    Thriller    Romantic      Action 
##   0.1545944   0.2891386   0.2977004   0.4096358   0.4278713   0.5422617 
##    Animated      Comedy     Fantasy      Horror 
##   0.6288917   0.6442086   0.9239800   0.9950000

Su opuesto es la unicidad, lo que no comparten en el proceso:

##      Horror     Fantasy      Comedy    Animated      Action    Romantic 
##  0.00499907  0.07602016  0.35579184  0.37110948  0.45774106  0.57213198 
##    Thriller       SciFi         War Documentary 
##  0.59036831  0.70230646  0.71087869  0.84542349

La complejidad nos permite saber si una variable le pertenecería a un sólo factor, o no:

##      Horror    Animated     Fantasy      Comedy      Action       SciFi 
##    1.014860    1.085028    1.086306    1.127946    1.158629    1.177234 
##         War    Thriller Documentary    Romantic 
##    1.440042    1.654373    2.130151    3.011648

II. Etapa Confirmatoria: ¿Existirán las latentes que mi teoría ha sugerido?

Es decir, planteamos que esto existe:

modelCFA <- '
  # measurement model
    A_Solas =~ War + Action + SciFi + Documentary
    En_Pareja =~ Horror + Thriller
    En_Grupo =~ Fantasy + Animated + Comedy + Romantic
'

Podemos indicar cuáles son las ordinales:

ORDINALES=c("Horror","Thriller","Comedy","Romantic",   "SciFi","War","Fantasy","Animated","Documentary","Action")

Luego, calculamos resultados del modelo:

cfaFIT=cfa(modelCFA, 
           data=theData,
           ordered = ORDINALES)

Y vemos resultados:

lhs	op	rhs	est	se	z	pvalue	ci.lower	ci.upper	std.lv	std.all	std.nox
A_Solas	=~	War	1.0000000	0.0000000	NA	NA	1.0000000	1.0000000	0.5470044	0.5470044	0.5470044
A_Solas	=~	Action	1.2034374	0.0985248	12.214561	0e+00	1.0103323	1.3965425	0.6582856	0.6582856	0.6582856
A_Solas	=~	SciFi	1.0626296	0.0954379	11.134253	0e+00	0.8755748	1.2496845	0.5812631	0.5812631	0.5812631
A_Solas	=~	Documentary	0.3840705	0.0765992	5.014030	5e-07	0.2339389	0.5342021	0.2100883	0.2100883	0.2100883
En_Pareja	=~	Horror	1.0000000	0.0000000	NA	NA	1.0000000	1.0000000	0.5538075	0.5538075	0.5538075
En_Pareja	=~	Thriller	1.8197169	0.2756180	6.602314	0e+00	1.2795155	2.3599184	1.0077729	1.0077729	1.0077729
En_Grupo	=~	Fantasy	1.0000000	0.0000000	NA	NA	1.0000000	1.0000000	0.9808019	0.9808019	0.9808019
En_Grupo	=~	Animated	0.7675995	0.0494625	15.518817	0e+00	0.6706548	0.8645442	0.7528630	0.7528630	0.7528630
En_Grupo	=~	Comedy	0.3632286	0.0414612	8.760678	0e+00	0.2819661	0.4444912	0.3562553	0.3562553	0.3562553
En_Grupo	=~	Romantic	0.4726677	0.0364832	12.955771	0e+00	0.4011620	0.5441735	0.4635934	0.4635934	0.4635934

Graficamente:

O…

Qué tan buena es nuestra propuesta:

El ChiSquare es NO significativo:

## $chisq
## [1] 346.596
## 
## $df
## [1] 32
## 
## $pvalue
## [1] 0

El Índice Tucker Lewi es mayor a 0.9?

## [1] 0.9098774

La Raíz del error cuadrático medio de aproximación es menor a 0.05?

## $rmsea.ci.lower
## [1] 0.09187005
## 
## $rmsea
## [1] 0.1013551
## 
## $rmsea.ci.upper
## [1] 0.1111277

III. Etapa Estructural: ¿Cómo regresionamos latentes?

Aquí queremos plantear una regresió combinando lo observado y la latente:

Este puede ser un modelo:

modelSEM <- '
  # measurement model
    A_Solas =~ War + Action + SciFi + Documentary
    En_Pareja =~ Horror + Thriller
    En_Grupo =~ Fantasy + Animated + Comedy + Romantic
  # regressions
    A_Solas ~ En_Pareja + En_Grupo
'

Si obtenemos la regresión:

semFIT <- sem(modelSEM, 
              data=theData,
              ordered = ORDINALES)

Estos son los resultados:

Regresiones

lh	s op	rh	s	est	se	z	pvalue	ci.lower c	i.upper	std.lv	std.all	std.nox
11	A_Solas	~	En_Pareja	0.4154710	0.0460657	9.019104	0.0000000	0.3251839	0.505758	0.4206386	0.4206386	0.4206386
12	A_Solas	~	En_Grupo	-0.0292517	0.0238584	-1.226053	0.2201787	-0.0760134	0.017510	-0.0524495	-0.0524495	-0.0524495

Cargas

lhs	op	rhs	est	se	z	pvalue	ci.lower	ci.upper	std.lv	std.all	std.nox
A_Solas	=~	War	1.0000000	0.0000000	NA	NA	1.0000000	1.0000000	0.5470042	0.5470042	0.5470042
A_Solas	=~	Action	1.2034377	0.0985249	12.214554	0e+00	1.0103325	1.3965430	0.6582856	0.6582856	0.6582856
A_Solas	=~	SciFi	1.0626299	0.0954380	11.134248	0e+00	0.8755749	1.2496848	0.5812631	0.5812631	0.5812631
A_Solas	=~	Documentary	0.3840704	0.0765992	5.014027	5e-07	0.2339387	0.5342020	0.2100881	0.2100881	0.2100881
En_Pareja	=~	Horror	1.0000000	0.0000000	NA	NA	1.0000000	1.0000000	0.5538079	0.5538079	0.5538079
En_Pareja	=~	Thriller	1.8197146	0.2756176	6.602317	0e+00	1.2795141	2.3599151	1.0077724	1.0077724	1.0077724
En_Grupo	=~	Fantasy	1.0000000	0.0000000	NA	NA	1.0000000	1.0000000	0.9808015	0.9808015	0.9808015
En_Grupo	=~	Animated	0.7675999	0.0494625	15.518820	0e+00	0.6706551	0.8645446	0.7528632	0.7528632	0.7528632
En_Grupo	=~	Comedy	0.3632288	0.0414613	8.760679	0e+00	0.2819662	0.4444914	0.3562554	0.3562554	0.3562554
En_Grupo	=~	Romantic	0.4726679	0.0364832	12.955773	0e+00	0.4011622	0.5441736	0.4635934	0.4635934	0.4635934

Visualmente:

Qué tan bueno es el modelo?

El ChiSquare es NO significativo:

allFitSEM[c("chisq", "df", "pvalue")] # pvalue>0.05

## $chisq
## [1] 346.596
## 
## $df
## [1] 32
## 
## $pvalue
## [1] 0

El Índice Tucker Lewi es mayor a 0.9?

## [1] 0.9098774

La Raíz del error cuadrático medio de aproximación es menor a 0.05?

## $rmsea.ci.lower
## [1] 0.09187005
## 
## $rmsea
## [1] 0.1013551
## 
## $rmsea.ci.upper
## [1] 0.1111277